王 營(yíng)

(山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014)

一、問題提出

從社會(huì)嵌入理論解釋企業(yè)間稅負(fù)互動(dòng)的關(guān)鍵在于，能否以及如何將企業(yè)稅收決策納入社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。在中國(guó)，“關(guān)系至上”的社會(huì)特殊性決定了關(guān)系網(wǎng)絡(luò)是企業(yè)成功的重要因素[1]，這便為本文從社會(huì)嵌入理論解釋企業(yè)間稅負(fù)互動(dòng)提供了很好的現(xiàn)實(shí)支持。當(dāng)從社會(huì)嵌入理論角度理解企業(yè)間稅負(fù)互動(dòng)時(shí)，我們可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)納稅過程中存在以下四種社會(huì)互動(dòng)類型：一是納稅企業(yè)與政府的互動(dòng)，部分文獻(xiàn)從稅收政策、地方官員等角度研究了政府異質(zhì)性對(duì)企業(yè)稅負(fù)的影響[2][3]；二是納稅企業(yè)與審計(jì)部門的互動(dòng)，部分文獻(xiàn)從審計(jì)監(jiān)督角度提供了相關(guān)證據(jù)[4]；三是納稅企業(yè)與社會(huì)公眾的互動(dòng)，部分文獻(xiàn)從投資者和分析師對(duì)企業(yè)避稅的反應(yīng)程度或者關(guān)注程度角度，分析了避稅對(duì)企業(yè)價(jià)值或股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響[5][6]；四是納稅企業(yè)間互動(dòng)，僅有少數(shù)文獻(xiàn)從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)角度提供了避稅決策趨同性的相關(guān)證據(jù)[7][8]。可以看出，從企業(yè)間互動(dòng)的角度解釋企業(yè)避稅普遍性是一個(gè)被國(guó)內(nèi)外學(xué)者長(zhǎng)期忽視的問題，這也正是Hanlon和Heitzman(2010)極力呼吁的[9]?；诖耍疚男枰鉀Q以下問題：企業(yè)之間是否存在避稅互動(dòng)？若存在，如何互動(dòng)？避稅互動(dòng)的經(jīng)濟(jì)后果如何？

本文認(rèn)為，個(gè)人關(guān)系網(wǎng)絡(luò)是企業(yè)間稅負(fù)互動(dòng)非常有效的媒介，這是因?yàn)閭€(gè)人關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)企業(yè)間決策行為的傳播和擴(kuò)散發(fā)揮著重要作用[10]。進(jìn)一步，將企業(yè)置于何種個(gè)人關(guān)系網(wǎng)絡(luò)呢？連鎖董事形成的企業(yè)間關(guān)系網(wǎng)絡(luò)恰恰符合上述特點(diǎn)。這種董事網(wǎng)絡(luò)可以發(fā)揮社會(huì)資本的轉(zhuǎn)化功能，通過與聯(lián)結(jié)企業(yè)的溝通和交流實(shí)現(xiàn)資源與信息共享，使得企業(yè)間決策在很大程度上具有趨同性，即“同群效應(yīng)”。例如，如果與擁有成功避稅經(jīng)驗(yàn)的企業(yè)存在董事網(wǎng)絡(luò)，那么連鎖董事可以向兼職企業(yè)分享其避稅經(jīng)驗(yàn)?？傊柚戮W(wǎng)絡(luò)，避稅經(jīng)驗(yàn)和知識(shí)得以在企業(yè)間傳遞和擴(kuò)散，使聯(lián)結(jié)企業(yè)制定相似甚至相同的避稅策略，呈現(xiàn)同群效應(yīng)。

雖然關(guān)于管理層異質(zhì)性與企業(yè)避稅關(guān)系的理論研究較多，卻鮮有文獻(xiàn)涉及董事網(wǎng)絡(luò)與企業(yè)避稅的關(guān)系。由此，董事網(wǎng)絡(luò)如何影響企業(yè)避稅的問題亟待研究，這有助于豐富管理層異質(zhì)性與企業(yè)避稅關(guān)系方面的理論研究。與此同時(shí)，盡管大量學(xué)者從同群效應(yīng)視角研究企業(yè)決策，但是鮮有文獻(xiàn)涉及企業(yè)避稅的同群效應(yīng)，這與現(xiàn)實(shí)中企業(yè)普遍存在強(qiáng)烈的避稅動(dòng)機(jī)形成較大反差。于是，有必要分析企業(yè)避稅是否存在同群效應(yīng)，這將有助于彌補(bǔ)企業(yè)避稅同群效應(yīng)理論研究的不足。本文主要貢獻(xiàn)在于：(1)與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文將企業(yè)避稅、董事網(wǎng)絡(luò)以及同群效應(yīng)三個(gè)概念納入統(tǒng)一框架，將企業(yè)避稅研究從“社會(huì)化”不足情境拓展至社會(huì)互動(dòng)情境，并進(jìn)行了三方面拓展，包括同群效應(yīng)異質(zhì)性、企業(yè)價(jià)值折損性及其背后的委托代理機(jī)制；(2)現(xiàn)有研究更加關(guān)注董事網(wǎng)絡(luò)位置的影響，即“網(wǎng)絡(luò)位置影響個(gè)體行為”，較少關(guān)注同群行為，于是，遵循社會(huì)學(xué)研究范式，本文從企業(yè)避稅角度彌補(bǔ)了上述缺陷；(3)本文提供了國(guó)內(nèi)董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生不利影響的證據(jù)，為實(shí)務(wù)界評(píng)估董事網(wǎng)絡(luò)價(jià)值以及理論界厘清董事網(wǎng)絡(luò)作用機(jī)理提供了新素材。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)董事網(wǎng)絡(luò)與企業(yè)避稅同群效應(yīng)

在經(jīng)濟(jì)社會(huì)中，有限理性使得個(gè)體難以及時(shí)做出效用最大化的行為決策，其最終行為決策往往是其心理和環(huán)境狀況相匹配的產(chǎn)物，屬于啟發(fā)式?jīng)Q策。同伴行為決策就是啟發(fā)式?jīng)Q策的重要信息來源，個(gè)體行為決策會(huì)隨其同伴行為的變化而變化，即同群效應(yīng)。盡管同群效應(yīng)的理論已經(jīng)廣泛應(yīng)用于社會(huì)學(xué)、教育學(xué)以及心理學(xué)等領(lǐng)域，但是公司治理領(lǐng)域的研究文獻(xiàn)較少。遵循社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)下的個(gè)體決策同群效應(yīng)邏輯，少數(shù)文獻(xiàn)證實(shí)了嵌入管理層網(wǎng)絡(luò)中的投資決策與慈善捐贈(zèng)表現(xiàn)出顯著的同群效應(yīng)[11][12]。

作為一項(xiàng)典型的集體決策，避稅決策取決于管理層結(jié)合內(nèi)外部因素對(duì)避稅成本與收益的綜合考量，因而企業(yè)間的避稅互動(dòng)具有一定必然性。這種必然性體現(xiàn)在四個(gè)方面：首先，從企業(yè)外部看，在現(xiàn)階段稅收環(huán)境下，企業(yè)普遍存在降低稅負(fù)的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者開展的避稅互動(dòng)研究就是最好的例證；其次，從企業(yè)內(nèi)部看，根據(jù)委托代理視角的稅收規(guī)避理論，在攫取私利的動(dòng)機(jī)下，經(jīng)理人有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)進(jìn)行復(fù)雜且隱蔽的稅收規(guī)避安排；再次，從避稅風(fēng)險(xiǎn)看，合法避稅與非法逃稅的邊界較為模糊，避稅不當(dāng)可能引致法律風(fēng)險(xiǎn)，企業(yè)有強(qiáng)烈的需求學(xué)習(xí)和模仿其他企業(yè)的避稅做法；最后，從避稅經(jīng)驗(yàn)看，避稅決策過程非常復(fù)雜，在有限理性條件下，單個(gè)企業(yè)難以制定最優(yōu)避稅策略，而如果能夠錨住同群企業(yè)的避稅策略，就會(huì)提高實(shí)現(xiàn)自身避稅策略最優(yōu)化的概率?？梢钥闯觯髽I(yè)避稅行為受到管理層特征的影響?，F(xiàn)有研究主要從個(gè)人特征、社會(huì)特征等展開分析。在個(gè)人特征方面，企業(yè)避稅顯著受到管理層權(quán)力和職業(yè)經(jīng)歷的影響。例如，管理層權(quán)力越大、越過度自信或者避稅傾向越嚴(yán)重，企業(yè)避稅越激進(jìn)[13][14]；具有政治關(guān)聯(lián)的高管能夠?yàn)槠髽I(yè)帶來更大稅收優(yōu)惠[15][16]。在社會(huì)特征方面，現(xiàn)有研究主要分析管理層社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)企業(yè)避稅的影響，李成等(2016)在構(gòu)建CEO與獨(dú)立董事間內(nèi)部網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部關(guān)聯(lián)程度越強(qiáng)，企業(yè)稅收規(guī)避的激進(jìn)程度越高[17]。與本文主題最接近的文獻(xiàn)主要包括Brown和Drake(2014)以及曾姝和李青原(2016)的研究，他們發(fā)現(xiàn)嵌入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的同群企業(yè)的避稅決策顯著影響目標(biāo)企業(yè)的避稅決策[7][8]，李青原等發(fā)現(xiàn)同行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)者的避稅行為越激進(jìn)，企業(yè)避稅策略也越激進(jìn)[18]。于是，本文提出假設(shè)1：

H1：在嵌入董事網(wǎng)絡(luò)的條件下，單個(gè)企業(yè)的避稅決策顯著受到同群企業(yè)避稅決策的影響，即企業(yè)避稅存在顯著的同群效應(yīng)。

值得注意的是，現(xiàn)有文獻(xiàn)已證實(shí)同群效應(yīng)在個(gè)體決策上具有顯著的異質(zhì)性。例如，以經(jīng)典的起立鼓掌模型為例，在同一個(gè)劇場(chǎng)中，與陌生人起立鼓掌相比，當(dāng)同伴起立鼓掌時(shí)，自己起立鼓掌的概率更高；與后排起立鼓掌相比，當(dāng)鄰座起立鼓掌時(shí)，自己起立鼓掌的概率更高。類似地，已有部分文獻(xiàn)從薪酬契約、融資決策及投資決策等角度證實(shí)了企業(yè)決策同群效應(yīng)也存在顯著的異質(zhì)性。例如，薪酬契約同群效應(yīng)主要存在于同行業(yè)和同地域的企業(yè)[19][20]，資本結(jié)構(gòu)同群效應(yīng)主要存在于同行業(yè)的企業(yè)[21][22]，并購(gòu)決策同群效應(yīng)主要存在于同行業(yè)的企業(yè)[23][24]。

同群效應(yīng)存在異質(zhì)性的原因在于，同群效應(yīng)的作用程度取決于關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中節(jié)點(diǎn)間的關(guān)系類型和緊密程度(這兩個(gè)特點(diǎn)決定了信息在關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中流動(dòng)的時(shí)效性、真實(shí)性以及冗余性)。Hansen(1999)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)信息具有隱秘性和復(fù)雜性時(shí)，與具有相似特征的企業(yè)建立關(guān)系網(wǎng)絡(luò)時(shí)，同群效應(yīng)更加顯著[25]；Brass等(2004)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)存在關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的企業(yè)具有相似的組織特征或決策特征時(shí)，同群效應(yīng)將被放大[26]。具體地，以注冊(cè)地(或行業(yè)、實(shí)際控制人)為例進(jìn)行分析。假設(shè)注冊(cè)地分別在北京、北京以及廣東的三家企業(yè)，分別假定為企業(yè)1、企業(yè)2及企業(yè)3，這三家企業(yè)嵌入在相同的董事網(wǎng)絡(luò)(例如，有且僅有1位連鎖董事)。當(dāng)不考慮注冊(cè)地時(shí)，企業(yè)1的避稅策略信息對(duì)企業(yè)2和企業(yè)3的傳遞關(guān)系和參考價(jià)值是同質(zhì)的，并不存在差異；當(dāng)考慮注冊(cè)地時(shí)，企業(yè)1的避稅策略信息對(duì)企業(yè)2和企業(yè)3的傳遞關(guān)系和參考價(jià)值是不同質(zhì)的，因?yàn)楸本┖蛷V東的稅收征管做法和力度存在很大差異，企業(yè)1的避稅策略信息對(duì)企業(yè)2具有極大參考價(jià)值，但對(duì)企業(yè)3的參考價(jià)值相對(duì)較小。于是，本文提出研究假設(shè)2：

H2：企業(yè)避稅同群效應(yīng)存在顯著的異質(zhì)性，具體表現(xiàn)在空間距離、行業(yè)以及實(shí)際控制人性質(zhì)三個(gè)方面。

企業(yè)避稅同群效應(yīng)能夠產(chǎn)生何種經(jīng)濟(jì)后果？是提升還是損害企業(yè)價(jià)值呢？一方面，傳統(tǒng)稅收理論認(rèn)為，企業(yè)避稅類似于稅收優(yōu)惠，將財(cái)富從政府轉(zhuǎn)移至企業(yè)，節(jié)約了現(xiàn)金流，從而提升企業(yè)價(jià)值。例如，呂偉(2011)利用案例證實(shí)了稅收籌劃顯著提升了企業(yè)價(jià)值[27]；劉行和李小榮(2012)發(fā)現(xiàn)地方國(guó)有企業(yè)稅負(fù)的降低顯著改善了其績(jī)效[28]。另一方面，在委托代理理論下，現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)避稅的研究發(fā)現(xiàn)，兩權(quán)分離下避稅加劇了委托代理問題，從而加劇了經(jīng)理人攫取私利的機(jī)會(huì)主義行為。例如，Desai等(2009)發(fā)現(xiàn)，盡管整體上看企業(yè)稅收籌劃并未提升企業(yè)價(jià)值，但對(duì)于公司治理水平較好的企業(yè)而言，稅收籌劃卻具有較大的價(jià)值提升作用[29]。由于同群效應(yīng)引致的企業(yè)避稅既可能源于稅收優(yōu)惠動(dòng)機(jī)，又可能源于經(jīng)理人的機(jī)會(huì)主義行為，我們難以判斷這種避稅行為對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響。于是，本文提出研究假設(shè)3：

H3：企業(yè)避稅同群效應(yīng)對(duì)企業(yè)價(jià)值的作用不確定。

三、研究設(shè)計(jì)與統(tǒng)計(jì)性分析

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則和新企業(yè)所得稅法分別于2007年和2008年實(shí)施，因此本文將研究期限設(shè)定在2008～2018年，選取滬深全部上市企業(yè)為研究樣本。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的做法[2]，本文根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)對(duì)樣本進(jìn)行剔除：(1)剔除樣本期內(nèi)息稅前利潤(rùn)小于0的上市企業(yè)；(2)剔除實(shí)際稅率大于1和小于0的上市企業(yè)；(3)剔除金融保險(xiǎn)業(yè)上市企業(yè)；(4)剔除相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的上市企業(yè)。最終，本文獲得了14417個(gè)年度觀測(cè)值。

本文數(shù)據(jù)來源包括：(1)企業(yè)稅率，來自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)；(2)董事網(wǎng)絡(luò)，作者根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)中上市企業(yè)披露的董事任職信息自行計(jì)算；(3)其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，來自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)、CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)以及CCER數(shù)據(jù)庫(kù)。為剔除異常值，本文對(duì)主要連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的winsorize處理。

(二)模型構(gòu)建與指標(biāo)選取

為了驗(yàn)證上述研究假設(shè)，本文構(gòu)建如下回歸模型：

TAi,t=α0+α1peeri,t+α2roai,t+α3levi,t+α4mbi,t+α5inventi,t+α6roii,t+α7ppei,t+α8intangi,t+α9lnai,t+α10lossi,t+α11soei,t+α12itr+industry/year+σi,t

(1)

模型(1)中，i表示上市企業(yè)，t表示年度，TA為企業(yè)避稅程度，目前國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)主要采用兩種指標(biāo)對(duì)其進(jìn)行度量：一是有效稅率及其變體，由于我國(guó)稅收政策較為復(fù)雜，上市企業(yè)稅收優(yōu)惠待遇的普遍性和名義稅率差別化使得此類指標(biāo)的橫向可比性較低，并且難以度量企業(yè)的主觀避稅程度[14]；二是會(huì)稅差異及其變體，此類指標(biāo)能夠更加準(zhǔn)確合理地識(shí)別和判斷企業(yè)避稅的激進(jìn)程度，并且其可操作性和可比性強(qiáng)于第一類指標(biāo)[5]。因此，本文采用第二類指標(biāo)衡量企業(yè)避稅程度。具體地，第二類指標(biāo)包括兩種：一是會(huì)計(jì)賬面和實(shí)際稅負(fù)差異btd，btd=[利潤(rùn)總額-(所得稅費(fèi)用-遞延所得稅費(fèi)用)/年末所得稅率]/資產(chǎn)總額；二是固定效應(yīng)殘差法計(jì)算的會(huì)計(jì)賬面與實(shí)際稅負(fù)差異ue，btdit=taccit+i+i，其中tacc=(凈利潤(rùn)-經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量?jī)纛~)/資產(chǎn)總額，μi表示企業(yè)稅負(fù)不隨時(shí)間變化的固定特征部分，εi表示企業(yè)稅負(fù)差異的變動(dòng)特征部分，ueit=i+i。btd和ue越大，企業(yè)稅負(fù)越重，避稅越激進(jìn)。

peer為同群企業(yè)的平均避稅程度，其計(jì)量方法為：首先，將與目標(biāo)企業(yè)存在連鎖董事的企業(yè)認(rèn)定為同群企業(yè)；其次，計(jì)算單個(gè)同群企業(yè)的避稅指標(biāo)；最后，計(jì)算所有同群企業(yè)的平均避稅程度①。根據(jù)btd和ue兩種避稅指標(biāo)，本文計(jì)算了同群企業(yè)對(duì)應(yīng)的兩個(gè)避稅指標(biāo)，分別是btdpeer和uepeer。

另外，參照現(xiàn)有文獻(xiàn)做法，本文控制如下變量：名義所得稅率(itr)；總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率(roa，等于年末凈利潤(rùn)除以年末總資產(chǎn))；資產(chǎn)負(fù)債率(lev，等于年末總負(fù)債除以年末總資產(chǎn))；賬面市值比(mb)；存貨密集度(invent，等于年末存貨凈值除以年末總資產(chǎn))；投資收益(roi，等于年末投資收益除以總資產(chǎn))；有形資本密集度(ppe，等于年末固定資產(chǎn)凈值除以總資產(chǎn))；無形資本密集度(intang，等于年末無形資產(chǎn)凈值除以總資產(chǎn))；企業(yè)規(guī)模(lna，等于年末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù))；上期是否虧損(loss，若上年度凈利潤(rùn)小于0，loss =1；反之，loss =0)；實(shí)際控制人性質(zhì)(soe，若實(shí)際控制人性質(zhì)為國(guó)有，soe=1；反之，soe=0)。最后，本文還控制了行業(yè)效應(yīng)(industry)和時(shí)間效應(yīng)(year)。本文采用同時(shí)考慮個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)的Cluster估計(jì)以獲得穩(wěn)健回歸結(jié)果。

(三)描述性統(tǒng)計(jì)分析

根據(jù)表1可以看出，在避稅程度方面，不同企業(yè)的避稅行為存在較大差異，btd的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為-0.011和0.049，最小值為-0.321，最大值為0.112，最小值在絕對(duì)數(shù)上顯著大于最大值的原因可能在于我國(guó)所得稅法對(duì)企業(yè)稅前扣除項(xiàng)目的規(guī)定過嚴(yán)，致使應(yīng)納稅所得超過稅前利潤(rùn)。ue的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為-0.008和0.091，最小值為-0.430，最大值為0.287。btd和ue的統(tǒng)計(jì)結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)基本一致。在同群指標(biāo)方面，不同董事網(wǎng)絡(luò)群體間的避稅程度存在較大差異。btdpeer的均值和標(biāo)

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

準(zhǔn)差分別為-0.011和0.034，最小值為-0.321，最大值為0.112；uepeer的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為-0.007和0.061，最小值為-0.430，最大值為0.287。其他變量的統(tǒng)計(jì)結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)基本一致，不再贅述。

相關(guān)性分析結(jié)果顯示，btd與ue的相關(guān)系數(shù)為0.472，并且在10%的水平上顯著，同群指標(biāo)btdpeer和uepeer均與btd顯著正相關(guān)，同時(shí)也均與ue顯著正相關(guān)，這初步印證了單個(gè)企業(yè)避稅行為顯著受到同群企業(yè)的正向影響。

四、企業(yè)避稅同群效應(yīng)的存在性及其異質(zhì)性檢驗(yàn)

(一)企業(yè)避稅同群效應(yīng)的存在性分析

在表2中，第(1)～(2)列顯示，btdpeer的回歸系數(shù)為0.022，并且在1%的水平上顯著，這表明嵌入同一董事網(wǎng)絡(luò)的其他企業(yè)會(huì)計(jì)賬面與實(shí)際稅負(fù)差異整體每增加1%，將致使單個(gè)企業(yè)的會(huì)計(jì)賬面與實(shí)際稅負(fù)差異增加0.022%；uepeer的回歸系數(shù)同樣顯著為正，表明同群企業(yè)會(huì)計(jì)賬面與實(shí)際稅負(fù)差異殘差整體每增加1%，將致使單個(gè)企業(yè)的會(huì)計(jì)賬面與實(shí)際稅負(fù)差異殘差增加0.030%。這表明企業(yè)避稅存在顯著的同群效應(yīng)。因此，企業(yè)避稅具有“近避稅者亦避稅”的顯著特點(diǎn)。對(duì)于其他變量，其回歸結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)結(jié)論基本一致。

(二)企業(yè)避稅同群效應(yīng)的異質(zhì)性

接下來，本文將從空間距離差異、行業(yè)差異以及實(shí)際控制人差異三個(gè)角度分析企業(yè)避稅同群效應(yīng)的異質(zhì)性問題。

1.空間距離差異。根據(jù)同群企業(yè)的注冊(cè)地差異，本文將其分為同一地市和不同地市、同一省份和不同省份。表3列示了空間距離的異質(zhì)性分析結(jié)果。第(1)～(4)列顯示，同一地市btdpeer的系數(shù)為0.028且在5%的水平顯著，不同地市btdpeer的回歸系數(shù)為-0.026且不顯著；同一省份btdpeer的回歸系數(shù)為0.017且在10%的水平顯著，不同省份btdpeer的回歸系數(shù)為-0.010且不顯著。第(5)～(8)列顯示，同一地市uepeer的系數(shù)為0.034且在10%的水平顯著，不同地市uepeer的回歸系數(shù)為-0.032且在10%的水平顯著；同一省份uepeer的回歸系數(shù)為0.031且在10%的水平顯著，不同省份uepeer的回歸系數(shù)為-0.017且不顯著。這表明，在嵌入董事網(wǎng)絡(luò)條件下，企業(yè)避稅的本地聯(lián)動(dòng)性非常顯著?？傮w來看，地域?qū)用娴漠愘|(zhì)性存在同一地市大于不同地市、同一省份大于不同省份的特點(diǎn)。究其原因，一方面，同省或同市的空間距離縮短強(qiáng)化了避稅信息在董事網(wǎng)絡(luò)中的傳遞，提高了信息的原始性，降低了信息的失真程度，這一特點(diǎn)已在有關(guān)地理位置與企業(yè)行為的文獻(xiàn)中得到證實(shí)[22]；另一方面，在經(jīng)濟(jì)金融發(fā)展程度、稅收征管強(qiáng)度等一致的條件下，相比其他省市企業(yè)，同省或同市的同群企業(yè)之間的避稅經(jīng)驗(yàn)更具參考價(jià)值，避稅方式更具可復(fù)制性。

值得說明的是，在第(6)列中，異地同群企業(yè)避稅顯著抑制了企業(yè)避稅，本文推斷其原因可能

有二：一是避稅信息可獲得性較差，相比本地企業(yè)，借助董事網(wǎng)絡(luò)獲取的異地企業(yè)避稅信息較少，因而避稅可參照性較低；二是稅收征管強(qiáng)度存在較大差異。例如，若本地監(jiān)管嚴(yán)格、異地監(jiān)管寬松(若本地監(jiān)管寬松、異地監(jiān)管嚴(yán)格)，那么異地企業(yè)避稅的激進(jìn)程度(保守程度)更高，這很難為本地企業(yè)提供避稅參照，僅在兩地監(jiān)管環(huán)境相似甚至相同的情形下，避稅同群效應(yīng)才會(huì)出現(xiàn)。

2.行業(yè)差異。根據(jù)同群企業(yè)的行業(yè)差異，本文將其分為同一行業(yè)和不同行業(yè)兩類②。表4第(1)～(4)列匯報(bào)了行業(yè)層面的異質(zhì)性。第(1)～(2)列顯示，同一行業(yè)btdpeer的回歸系數(shù)為0.013且在1%的水平顯著，不同行業(yè)btdpeer的回歸系數(shù)為-0.001，但不顯著。第(3)～(4)列顯示，同一行業(yè)uepeer的回歸系數(shù)為0.047且在5%的水平顯著，不同行業(yè)uepeer的回歸系數(shù)為-0.039，但不顯著。這說明，總體來看，行業(yè)層面的異質(zhì)性存在同一行業(yè)大于不同行業(yè)的特點(diǎn)，即同群企業(yè)的避稅決策更可能受到相同行業(yè)企業(yè)的避稅行為的影響，這與并購(gòu)?fù)盒?yīng)的研究結(jié)論一致[24]。

3.實(shí)際控制人差異。根據(jù)同群企業(yè)的實(shí)際控制人性質(zhì)差異，本文將其分為實(shí)際控制人性質(zhì)相同和實(shí)際控制人性質(zhì)不同兩類。表4第(5)～(8)列匯報(bào)了實(shí)際控制人層面的異質(zhì)性。第(5)～(6)列顯示，實(shí)際控制人性質(zhì)相同時(shí)btdpeer的回歸系數(shù)為0.024且在1%的水平顯著，實(shí)際控制人性質(zhì)不同時(shí)btdpeer的回歸系數(shù)為-0.006，但不顯著。第(7)～(8)列顯示，實(shí)際控制人性質(zhì)相同時(shí)uepeer的回歸系數(shù)為0.016但不顯著，實(shí)際控制人性質(zhì)不同時(shí)uepeer的回歸系數(shù)為0.008，也不顯著。這說明總體來看，實(shí)際控制人層面的異質(zhì)性在一定程度上存在實(shí)際控制人性質(zhì)相同大于實(shí)際控制人性質(zhì)不同的特點(diǎn)。

表4 企業(yè)避稅同群效應(yīng)的異質(zhì)性：行業(yè)差異和實(shí)際控制人差異

五、同群避稅對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響

(一)同群避稅與企業(yè)價(jià)值

為了考察企業(yè)避稅同群效應(yīng)的經(jīng)濟(jì)后果，本文構(gòu)建如下模型：

Qi,t+1=λ0+λ1TA_peeri,t+λ2lnai,t+λ3levi,t+λ4top1i,t+λ5top1sqi,t+λ6payi,t+λ7duali,t+λ8hbsharei,t+λ9indi,t+λ10insti,t+industry/year+ωi,t

(2)

模型(2)中，被解釋變量為t+1期的托賓Q值，等于(每股價(jià)格×流通股份數(shù)+每股凈資產(chǎn)×非流通股份數(shù)+負(fù)債賬面價(jià)值)/總資產(chǎn)。主要解釋變量為TA_peer，等于企業(yè)避稅同群效應(yīng)引致的避稅部分(即模型(1)中的1*peer，為簡(jiǎn)便起見，下文簡(jiǎn)稱“同群避稅”)?？紤]到異質(zhì)性，本文共計(jì)算了五種同群避稅指標(biāo)：總體、同省份、同地市、同行業(yè)以及同實(shí)際控制人性質(zhì)。本文還控制了企業(yè)規(guī)模(lna)、資產(chǎn)負(fù)債率(lev)、第一大股東持股比例及其平方(top1、top1sq)、前三大高管平均薪酬(pay，等于前三大高管平均薪酬的自然對(duì)數(shù))、兩職兼任(dual，若董事長(zhǎng)兼任總經(jīng)理，dual=1；反之，dual=0)、H股和B股上市情況(hbshare，若同時(shí)發(fā)行H股或B股，hbshare=1；反之，hbshare=0)、獨(dú)立董事比例(ind)以及機(jī)構(gòu)投資者持股比例(inst)等變量。本文還控制了行業(yè)特征和時(shí)間效應(yīng)。

表5匯報(bào)了同群避稅對(duì)企業(yè)價(jià)值的回歸結(jié)果。第(1)列和第(4)列顯示，btd的回歸系數(shù)為負(fù)且在5%的水平顯著，ue的回歸系數(shù)同樣為負(fù)且在1%的水平顯著，即避稅對(duì)企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生負(fù)向影響，該結(jié)論與現(xiàn)有避稅降低企業(yè)價(jià)值的文獻(xiàn)一致。按照是否受同群效應(yīng)影響，其他列匯報(bào)了非同群避稅(等于避稅TA減去同群避稅1*peer)和同群避稅對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響，可以發(fā)現(xiàn)：兩類避稅指標(biāo)的回歸系數(shù)均為負(fù)值，并且均至少在5%的水平顯著；從回歸系數(shù)大小來看，同群避稅對(duì)企業(yè)價(jià)值的折損程度顯著大于非同群避稅，即同群避稅顯著損害了企業(yè)價(jià)值。這表明嵌入董事網(wǎng)絡(luò)的同群企業(yè)避稅越激進(jìn)，對(duì)企業(yè)價(jià)值的折損越嚴(yán)重。

表5 同群避稅對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響：總體檢驗(yàn)

表6給出了不同類型同群避稅的分組檢驗(yàn)結(jié)果。除第(8)列外，其他同群避稅指標(biāo)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，這進(jìn)一步表明同群避稅顯著損害了企業(yè)價(jià)值，從而進(jìn)一步證實(shí)了表5的回歸結(jié)論。

表6 同群避稅對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響：分組檢驗(yàn)

(二)同群避稅損害企業(yè)價(jià)值的普遍性：公司治理的緩沖作用

考慮到公司治理在避稅與企業(yè)價(jià)值關(guān)系中的平滑作用[29]，借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)的做法[30]，本文構(gòu)建了衡量公司治理水平的綜合指數(shù)cgi。該指標(biāo)包括第一大股東持股比例(top1)、第二至第十大股東持股比例之和(top9)、Z指數(shù)(zindex，等于第一大股東與第二大股東持股比例的比值)、是否發(fā)行H股或B股(hbshare，若是，hbshare=1，否則hbshare=0)、實(shí)際控制人性質(zhì)(soe)、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職兼任情況(dual，若董事長(zhǎng)和總經(jīng)理由一人兼任，dual=1，否則dual=0)、獨(dú)立董事比例(ind)、董事會(huì)規(guī)模(board)、獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)一致性(work，若相同，則work=1，否則work=0)、管理層持股比例(mh)、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)(bm)、“四委”設(shè)立個(gè)數(shù)(commit)以及股東大會(huì)會(huì)議次數(shù)(sm)。采用主成分分析法，本文以前四大主成分的貢獻(xiàn)率為權(quán)重對(duì)四個(gè)因子進(jìn)行加權(quán)得到cgi。根據(jù)cgi的中位數(shù)，本文將樣本企業(yè)分為優(yōu)治理和差治理兩組。表7給出了分組回歸結(jié)果，差治理組的同群避稅回歸系數(shù)顯著性和絕對(duì)值均顯著大于優(yōu)治理組的同群避稅回歸系數(shù)及其顯著性，這表明當(dāng)嵌入董事網(wǎng)絡(luò)的企業(yè)之間避稅互動(dòng)增強(qiáng)時(shí)，完善的公司治理機(jī)制能夠較好地緩沖同群避稅對(duì)企業(yè)價(jià)值的負(fù)面沖擊。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.穩(wěn)健性檢驗(yàn)一：替換避稅指標(biāo)。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)做法， 本文構(gòu)建3個(gè)衡量企業(yè)避稅程度的有效稅率指標(biāo)：etr1=所得稅費(fèi)用/(息稅前利潤(rùn)-遞延所得稅費(fèi)用/名義所得稅率)；etr2=(所得稅費(fèi)用-遞延所得稅費(fèi)用)/息稅前利潤(rùn)；etr3=(所得稅費(fèi)用-遞延所得稅費(fèi)用)/(息稅前利潤(rùn)-遞延所得稅費(fèi)用/名義所得稅率)③。相應(yīng)地，同群指標(biāo)依次為etr1peer、etr2peer和etr3peer。考慮到企業(yè)避稅的跨期決策特點(diǎn)，本文計(jì)算了上述指標(biāo)的三年均值(t-2期至t期)。利用模型(1)提取新的同群避稅指標(biāo)后，研究結(jié)論不變。

表7 同群避稅損害企業(yè)價(jià)值：公司治理的緩沖作用

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)二：考慮稅收征管強(qiáng)度。為排除地區(qū)稅收征管強(qiáng)度的潛在影響，參照現(xiàn)有文獻(xiàn)做法[3]，本文采用如下模型對(duì)各地區(qū)潛在稅收收入進(jìn)行預(yù)測(cè)：

Tk,t/GDPk,t=η0+η1IND1k,t/GDPk,t+η2IND2k,t/GDPk,t+η3OPENk,t/GDPk,t+τk,t

(3)

模型(3)中，k表示省份，T為各地區(qū)年末稅收收入；IND1為各省第一產(chǎn)業(yè)的年度總產(chǎn)值；IND2為各省第二產(chǎn)業(yè)的年度總產(chǎn)值；OPEN為各省年度進(jìn)出口總額；GDP為各省年度地區(qū)生產(chǎn)總值。利用模型(3)，本文可以計(jì)算T/GDP的預(yù)期值T/GDP_est。本文采用兩種方法衡量稅收征管強(qiáng)度te：te1=實(shí)際稅收收入/預(yù)期稅收收入，該數(shù)值越大，稅收征管強(qiáng)度越高；以te1中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)，設(shè)置稅收征管強(qiáng)度的虛擬變量te2，若高于中位數(shù)，則te2=1，否則te2=0。接下來，將peer*te和te同時(shí)引入模型(4)中以計(jì)算同群避稅。利用模型(4)提取新的同群避稅指標(biāo)后，研究結(jié)論不變。

TAi,t=α0+α1peeri,t+κpeeri,t*tei,t+λtei,t+α2roai,t+α3levi,t+α4mbi,t+α5inventi,t+α6roii,t+α7ppei,t+α8intangi,t+α9lnai,t+α10lossi,t+α11soei,t+industry/year+σi,t

(4)

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)三：考慮內(nèi)生性?？紤]到樣本企業(yè)可能為獲得避稅信息主動(dòng)構(gòu)建董事網(wǎng)絡(luò)的動(dòng)機(jī)，本文分別考察了董事會(huì)規(guī)模不變與董事會(huì)結(jié)構(gòu)不變兩種情形下同群避稅的經(jīng)濟(jì)后果。利用模型(1)分別提取董事會(huì)規(guī)模和董事會(huì)結(jié)構(gòu)不變下的同群避稅后，研究結(jié)論不變。

4.穩(wěn)健性檢驗(yàn)四：外生沖擊。根據(jù)中組部《關(guān)于進(jìn)一步規(guī)范黨政領(lǐng)導(dǎo)干部在企業(yè)兼職(任職)問題的意見》和《關(guān)于嚴(yán)格執(zhí)行〈關(guān)于進(jìn)一步規(guī)范黨政領(lǐng)導(dǎo)干部在企業(yè)兼職(任職)問題的意見〉有關(guān)問題的通知》等文件的要求，大批官員獨(dú)董離職；根據(jù)《教育部辦公廳關(guān)于開展黨政領(lǐng)導(dǎo)干部在企業(yè)兼職情況專項(xiàng)檢查的通知》等文件要求，大批教授獨(dú)董離職。上述強(qiáng)制離職要求加劇了董事資源稀缺性，最終造成董事網(wǎng)絡(luò)大面積斷裂進(jìn)而導(dǎo)致董事網(wǎng)絡(luò)同群處于不斷變化中。為了消除外生沖擊，本文僅考察了2008～2013年的樣本④。利用模型(1)提取納入外生沖擊的同群避稅后，研究結(jié)論不變。

六、拓展性分析：同群避稅損害企業(yè)價(jià)值的委托代理機(jī)制

(一)基于代理成本的計(jì)量解釋

為何同群避稅會(huì)損害企業(yè)價(jià)值呢？遵循現(xiàn)有文獻(xiàn)中稅收激進(jìn)加劇代理問題的邏輯，本文接下來將考察同群避稅對(duì)代理問題的影響，并構(gòu)建如下模型：

ACi,t+1=μ0+μ1TA_peeri,t+μ2lnai,t+μ3levi,t+μ4top1i,t+μ5top1sqi,t+μ6payi,t+μ7duali,t+μ8indi,t+μ9boardi,t+μ10soei,t+μ11sepi,t+industry/year+ωi,t

(5)

模型(5)中，被解釋變量AC為代理成本，參考現(xiàn)有文獻(xiàn)做法[31]，本文采用管理費(fèi)用率衡量代理成本，并以資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和資產(chǎn)利用率作為替代指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。對(duì)于管理費(fèi)用率，cost1=管理費(fèi)用/營(yíng)業(yè)總收入，該值越大，代理問題越嚴(yán)重。管理費(fèi)用率主要反映了代理行為引致的實(shí)際成本[54]。對(duì)于資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，cost2=營(yíng)業(yè)總收入/總資產(chǎn)，該值越小，代理問題越嚴(yán)重。資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率主要體現(xiàn)了由代理人努力程度和代理能力而引致的效率損失[31]。對(duì)于資產(chǎn)利用率，cost3=(營(yíng)業(yè)總收入-其他業(yè)務(wù)收入)/總資產(chǎn)，該值越小，代理問題越嚴(yán)重。解釋變量TA_peer的含義和衡量指標(biāo)與模型(2)完全一致。對(duì)于控制變量，在模型(2)的基礎(chǔ)上，本文剔除了hbshare和inst，新引入董事會(huì)規(guī)模(board，等于董事會(huì)人數(shù)的自然對(duì)數(shù))、實(shí)際控制人性質(zhì)(soe)以及兩權(quán)分離度(sep，控制權(quán)與所有權(quán)之間的差值)。另外，本文還控制了行業(yè)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)。

表8列示了同群避稅對(duì)代理成本的回歸結(jié)果。在Panel A中，同群避稅指標(biāo)的回歸系數(shù)均為正值，并且至少在10%的水平顯著，這表明企業(yè)避稅同群效應(yīng)越明顯，管理費(fèi)用率越高，代理問題越嚴(yán)重。在Panel B中，同群避稅指標(biāo)的回歸系數(shù)均為負(fù)值，并且基于btd計(jì)算的同群避稅指標(biāo)均至少在10%的水平顯著，這表明企業(yè)避稅的同群效應(yīng)越明顯，資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越低，代理問題越嚴(yán)重。在Panel C中，同群避稅指標(biāo)的回歸系數(shù)均為負(fù)值且大多顯著，這同樣表明企業(yè)避稅同群效應(yīng)越明顯，資產(chǎn)利用率越低，代理問題越嚴(yán)重。本文推斷同群避稅加劇代理問題存在兩個(gè)渠道：一是遵循Desai等(2009)基于委托代理問題提出的稅收規(guī)避理論[29]，在同群企業(yè)互動(dòng)下，經(jīng)理人熟知不同稅收規(guī)避計(jì)劃的優(yōu)劣和漏洞，這有助于其利用專業(yè)技能制定更加復(fù)雜、不易被識(shí)別的避稅決策，從而便于經(jīng)理人攫取私利；二是遵循繁忙董事理論，兼職席位過多致使董事監(jiān)督職能弱化，進(jìn)而難以有效約束經(jīng)理人追求自身利益最大化的行為從而加劇委托代理問題⑤。因此，無論發(fā)端于何種渠道，同群避稅均會(huì)加劇委托代理問題。

表8 同群避稅損害企業(yè)價(jià)值的代理觀

(二)基于內(nèi)部人私利的理論解釋

為揭示同群避稅損害企業(yè)價(jià)值的代理觀，本文通過引入同群避稅，拓展了Desai等(2007)的模型[32]。具體來看，為攫取私利，內(nèi)部人將轉(zhuǎn)移企業(yè)財(cái)富，假定轉(zhuǎn)移比例為d∈[0,1]。不考慮同群避稅，假設(shè)企業(yè)依靠自身能力和發(fā)揮主觀能動(dòng)性進(jìn)行避稅即非同群避稅，避稅后的實(shí)際稅率為t，內(nèi)部人持股比例為，則其回報(bào)為I=λ(1-d)(1-t)+d。受公司治理機(jī)制約束，無論稅收存在與否，財(cái)富轉(zhuǎn)移的成本均表示為c1(d)=γd2/2；在稅收?qǐng)?zhí)法部門監(jiān)督的條件下，財(cái)富轉(zhuǎn)移成本為c2(d)=αt2d2/2。其中，表示公司治理水平，表示稅收?qǐng)?zhí)法水平。此時(shí)，內(nèi)部人利益最大化問題可表示為：

max Π=λ(1-d)(1-t)+d-(γ+αt2)d2/2

(6)

在考慮同群避稅條件下，企業(yè)可以模仿或?qū)W習(xí)其他企業(yè)的避稅行為，同群避稅的復(fù)雜程度更高、可識(shí)別性更低進(jìn)而被處罰概率更低，因而企業(yè)最終實(shí)際稅率應(yīng)表示為未考慮同群避稅條件下實(shí)際稅率t與同群避稅的差值，∈(0,t)。于是，式(6)可進(jìn)一步表示為：

max Π=λ(1-d)[1-(t-Δ)]+d-[γ+α(t-Δ)2]d2/2

(7)

根據(jù)式(7)的一階條件可得最優(yōu)財(cái)富轉(zhuǎn)移比例：

(8)

綜上，同群避稅惡化代理問題進(jìn)而損害企業(yè)價(jià)值源于兩種效應(yīng)：一是直接效應(yīng)，即同群避稅能夠直接增加內(nèi)部人的私利；二是間接效應(yīng)，即高復(fù)雜度引致的同群避稅低懲罰概率使得內(nèi)部人攫取私利的動(dòng)機(jī)進(jìn)一步加強(qiáng)。在這兩種效應(yīng)的疊加下，同群避稅復(fù)雜程度更高，被識(shí)別出的概率更低，進(jìn)而內(nèi)部人被懲罰的概率更低，最終導(dǎo)致委托代理問題加劇進(jìn)而造成企業(yè)價(jià)值折損。

七、研究結(jié)論與建議

針對(duì)是否采取避稅決策問題，管理層具有一致性判斷，這既源于企業(yè)避稅產(chǎn)生的財(cái)富轉(zhuǎn)移效應(yīng)又源于企業(yè)間的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。結(jié)合這兩種效應(yīng)，現(xiàn)有文獻(xiàn)更多地證實(shí)了企業(yè)避稅的政治互動(dòng)、審計(jì)互動(dòng)以及公眾互動(dòng)，鮮有文獻(xiàn)分析社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)互動(dòng)，即企業(yè)避稅理論研究表現(xiàn)出“社會(huì)化不足”的問題。為解決上述問題，本文將董事網(wǎng)絡(luò)引入企業(yè)避稅決策，探究了董事網(wǎng)絡(luò)嵌入下的企業(yè)避稅策略。研究發(fā)現(xiàn)：(1)董事網(wǎng)絡(luò)嵌入使得企業(yè)避稅決策表現(xiàn)出顯著的企業(yè)間互動(dòng)現(xiàn)象，即具有同群效應(yīng)特點(diǎn)，具體表現(xiàn)為同群企業(yè)的避稅越激進(jìn)，目標(biāo)企業(yè)的避稅也越激進(jìn)；(2)遵循個(gè)體決策同群效應(yīng)異質(zhì)性的邏輯，本文基于空間距離、行業(yè)以及實(shí)際控制人三個(gè)方面的差異對(duì)同群企業(yè)做了進(jìn)一步區(qū)分，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)避稅同群效應(yīng)具有顯著的異質(zhì)性，目標(biāo)企業(yè)的避稅決策更傾向于錨定相同地域、相同行業(yè)以及實(shí)際控制人性質(zhì)相同的同群企業(yè)；(3)進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，同群避稅造成了企業(yè)價(jià)值的顯著折損，而改善公司治理能夠?qū)Υ水a(chǎn)生一定的緩解作用；(4)本文發(fā)現(xiàn)代理問題加劇是造成同群避稅價(jià)值折損效應(yīng)的關(guān)鍵原因，而代理問題加劇源于同群避稅的直接效應(yīng)(增加了內(nèi)部人私利)和間接效應(yīng)(降低了內(nèi)部人被懲罰的概率)。

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文認(rèn)為應(yīng)從以下方面審慎對(duì)待同群避稅問題：(1)從稅收籌劃來看，董事網(wǎng)絡(luò)可以有效滿足企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)需求，因其為企業(yè)提供了異質(zhì)性更高、群體范圍更廣的避稅決策參照系；(2)從企業(yè)價(jià)值來看，盡管董事網(wǎng)絡(luò)為企業(yè)稅收籌劃提供了信息優(yōu)勢(shì)，但是這種信息優(yōu)勢(shì)可能被經(jīng)理人“俘獲”，成為代理人攫取私利的隱形工具，因此，企業(yè)在稅收籌劃決策過程中應(yīng)密切關(guān)注連鎖董事與經(jīng)理人的利益相關(guān)性問題；(3)從董事網(wǎng)絡(luò)來看，企業(yè)在選聘董事尤其是連鎖董事的過程中，應(yīng)審慎對(duì)待多企業(yè)兼職的董事候選人，此類董事候選人可能因過于繁忙而無法有效監(jiān)督代理人，從而被經(jīng)理人“俘獲”，同時(shí)應(yīng)更多選聘審計(jì)背景或稅收背景的董事(豐富的從業(yè)經(jīng)驗(yàn)有助于識(shí)別和篩選改善企業(yè)價(jià)值的避稅行為，同時(shí)有助于監(jiān)督通過避稅攫取私利的經(jīng)理人)；(4)從連鎖任職監(jiān)管來看，監(jiān)管當(dāng)局應(yīng)進(jìn)一步強(qiáng)化“獨(dú)立董事原則上最多在五家上市公司兼任獨(dú)立董事”的規(guī)定，從價(jià)值折損效應(yīng)來看，獨(dú)立董事在上市公司兼職的數(shù)量需進(jìn)一步收緊。

注釋：

①考慮到內(nèi)部董事與外部董事的功能差異，本文根據(jù)董事職位將連鎖關(guān)系分為三種類型：第一種類型，連鎖董事全部為內(nèi)部董事；第二種類型，連鎖董事既包括內(nèi)部董事也包括獨(dú)立董事；第三種類型，連鎖董事全部為獨(dú)立董事。例如，對(duì)企業(yè)A而言，假設(shè)j個(gè)董事存在連鎖任職，其中，i個(gè)董事為內(nèi)部董事，(j-i)個(gè)董事為獨(dú)立董事：若i=j，則連鎖關(guān)系屬于第一種類型；若i

②制造業(yè)按照大類確定企業(yè)是否屬于同一行業(yè)，除此之外，其他行業(yè)按照門類確定企業(yè)是否屬于同一行業(yè)。

③在2006年新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施前，企業(yè)的遞延所得稅費(fèi)用很少，是否考慮遞延所得稅費(fèi)用對(duì)于實(shí)際稅率的影響很?。辉谛聲?huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施后，企業(yè)開始采用資產(chǎn)負(fù)債表債務(wù)法核算企業(yè)所得稅，確認(rèn)遞延稅款。這導(dǎo)致自2007年以來企業(yè)遞延所得稅費(fèi)大幅增加，因此，本文將遞延所得稅費(fèi)納入實(shí)際稅率的計(jì)算。

④2013年10月，中組部制定的《關(guān)于進(jìn)一步規(guī)范黨政領(lǐng)導(dǎo)干部在企業(yè)兼職(任職)問題的意見》指出，嚴(yán)格限制在職和離退休干部在企業(yè)任職。該文件明確約定了三個(gè)月的最后期限，即“限期對(duì)黨政領(lǐng)導(dǎo)干部違規(guī)在企業(yè)兼職(任職)進(jìn)行清理……凡不符合規(guī)定的，必須在本意見下發(fā)后3個(gè)月內(nèi)免去或由本人辭去所兼任(擔(dān)任)的職務(wù)”。

⑤根據(jù)董事繁忙程度，本文將樣本企業(yè)分為董事繁忙程度高于中值組和低于中值組，發(fā)現(xiàn)董事越繁忙的樣本企業(yè)，同群避稅越加劇代理問題。